109 응용경제제 18 권제 1 호 2016 년 3 월, 한국응용경제학회 혼전임신의이혼에대한영향고찰 김송희 * ㆍ김진영 ** 초록 결혼시장에서의배우자탐색은그비용과결혼후얻게되는편익을비교하여이루어지게된다. 탐색이종료되기전혼전임신을하게되면탐색비용의변화를가져오게되어결혼결정, 더나아가차후이혼결정에도영향을미칠수있다. 본연구는배우자를탐색하는과정에서임신을한여성이서둘러결혼을하였을경우, 이혼의가능성이커짐을동태모형에서이론과실증적으로보여준다. 혼전임신때문에출산전결혼한경우 ( 혼전임신 -결혼 ) 와출산후에결혼한경우 ( 혼전임신 -출산 ) 는결혼후에임신한경우보다이혼확률을증가시켰고, 혼전임신 -출산이혼전임신 -결혼보다이혼에미치는영향이더큰것으로나타났다. 이결과는한국의이혼율증가원인을파악하는데있어서혼전임신의영향을살펴보아야함을지적하고있다. JEL:J12,D13,H31 핵심주제어 : 혼전임신, 이혼, 결혼시장, 배우자탐색 투고 :2016 년 1월 29 일 ; 수정 :2016 년 2월 23 일 ; 게재확정 :2016 년 3월 5일 * 고려대학교경제학과,E-mail:rabisong@korea.ac.kr ** 고려대학교경제학과, 교신저자주소 : 서울시성북구안암로 145 고려대학교정경대학경제학과 ( 우 :02841), 전화 :02)3290-2202,E-mail:jinykim@korea.ac.kr
110 응용경제제 18 권제 1 호 Ⅰ. 서론 지난 45 년간한국의조이혼율 ( 인구 1천명당이혼건수 ) 은 1970 년 0.4 건에서 2014 년 2.3 건으로여섯배가량증가하였고유배우이혼율 ( 유배우인구 1천명당이혼건수 ) 은 1970 년 1.1 건에서 2014 년 4.7 건으로 4배이상증가하였다 (< 표 1> 참조 ).1970 년이후 OECD 국가의이혼율도증가하고있지만한국은이혼율이가장빨리증가한국가군에속한다고보고되고있다 ( 김미숙,2009). 한국의이혼율은증가하고있는데반해혼인율은감소하고있다. 조혼인율 ( 인구 1천명당혼인건수 ) 을보면 1970 년 9.2 건에서 2014 년에는 6.0 건으로감소하였다. 게다가남녀의평균초혼연령도늦어지고있는데 1970 년부터 2014 년까지남성의초혼연령은 27.2 세에서 32.4 세로 5.2 세증가하였고여성의초혼연령도 23.3 세에서 29.8 세로 6.5 세증가하였다 (< 표1> 참조 ). < 표 1> 이혼율, 혼인율및초혼연령 1970 1980 1990 2000 2010 2014 조이혼율 0.4 0.6 1.1 2.5 2.3 2.3 유배우이혼율 1.1 1.6 2.4 5.3 4.8 4.7 조혼인율 9.2 10.6 9.3 7.0 6.5 6.0 남성초혼연령 ( 세 ) 27.2 27.3 27.8 29.3 31.8 32.4 여성초혼연령 ( 세 ) 23.3 24.1 24.8 26.5 28.9 29.8 주 ) : 인구 1천명당이혼건수 : 혼인상태에있는유배우인구 1천명당이혼건수 : 인구 1천명당혼인건수 자료 : 김미숙 (2009), 통계청 (2015), 이제상 송유미 (2015). 이렇게만혼과비혼이증가하면서결혼전에성을경험할가능성이높아질수밖에없는데실제로한국여성의혼전성경험율은지속적으로상승하고있다. 이동원외 (2002) 에따르면,20 대남성의 67%,30 대남성의 66%,40 대남성의 60% 가결혼전에성을경험하였고, 여성의경우에는 20 대의 49%,30 대
혼전임신의이혼에대한영향고찰 111 의 43%,40 대의 30% 가성을경험하였다. 남성들의성경험율은 60% 대로유사하지만여성은젊은세대일수록결혼전성경험율이높게나타났다. 이는앞으로혼전성경험이있는한국여성의수가증가할것이라는추측을하게한다. 결혼전에성을경험하는여성의수가증가하고있지만피임에대한정확한지식의부족과피임미실천으로말미암아혼전임신도증가하고있다 ( 안병철 임인숙,2004). 본연구에서사용하는한국보건사회연구원의 2006 전국출산력및가족보건 복지실태조사 에의하면, 만 15-49 세기혼여성중 12.4% 가혼전임신을경험하였고그중 1956-65 년생은 11.4%,1966-75 년생은 12.6%, 그리고 1976 년이후태어난여성은 15.5% 가혼전임신을경험하였다. 또한민간웨딩컨설팅업체 (2013) 에서신혼부부 374 명을대상으로실시한설문조사결과에서도신혼부부의 10 쌍중 3쌍은혼전임신부부였고혼전임신응답자중 92.1% 는계획하지않은임신이었다. 1) 이렇듯혼전임신이증가하면서혼전임신으로출산하는비율도증가하고있다. 김영일 김평강 (2011) 의자료에따르면, 첫째자녀를혼전임신으로출산하는비율이 1999 년 6.6% 에서 2009 년 15.7% 로증가하였는데그중결혼하지않은상태에서출산한여성이 1999 년에는 0.6% 에서 2009 년에는 1.2% 로상승하였으며, 혼전임신으로결혼한후출산한여성의비율도 1999 년에는 6.0% 에서 2009 년에는 14.5% 로 10 년사이에두배이상증가하였다 (< 표2> 참조 ). 이렇게혼전임신이증가하는것은한국에서만의현상은아니다. 미국통계국 (U.S.CensusBureau) 의자료에따르면, 백인을기준으로첫째자녀를혼전임신으로출산하게된비율이 1930-34 년에는 15.1% 였으나 1990-94 년에는 45.6% 였다. 그중결혼하지않은상태에서출산한비율이 1930-34 년 5.9% 에서 1990-94 년 32.5% 로 26.6% 포인트증가하였고, 혼전임신으로결혼한후에출산한여성의비율도동기간에 9.2% 에서 13.1% 로 3.9% 포인트증가하였다 (< 표2> 참조 ). 1)htp:/mapp.donga.com/MLife/3/10/20130626/56136292/2
112 응용경제제 18 권제 1 호 < 표 2> 첫째자녀출산시혼전임신모의결혼상태 한국 미국 1999 2009 1930-34 1990-94 혼전임신 6.6 15.7 15.1 45.6 결혼하지않고출산 0.6 1.2 5.9 32.5 결혼한후출산 6.0 14.5 9.2 13.1 자료 : 김영일 김평강 (2011) 과미국통계국 (U.S.CensusBureau) 의자료를재구성함. 첫째자녀출산중혼전임신비율이한국과미국모두증가하고있지만미국의경우 (1990-94 년기준 ) 혼전임신후결혼하지않는비율이결혼하는비율의 2.5 배정도인데반해, 한국은혼전임신후결혼하는비율이월등히높았다 (< 표 2> 참조 ). 이러한차이가나타나는이유는, 미국에서는출산을결혼과별개로여기지만한국에서는아직도출산은결혼이라는틀안에서이루어져야한다는생각이강하기때문이라사료된다.OECD(2015) 의자료에서도한국의혼외출산은 2.1%(2012 년기준 ) 로 OECD 평균인 38.7% 보다낮으며조사된 41 개국중최하위를기록하고있음이이를뒷받침한다 (< 부록표1> 참조 ). 물론한국사회도결혼제도밖의성에대해서개방적으로변하고있지만결혼제도밖의임신과출산은여전히도덕적으로비난받고특히미혼모는사회적편견과불이익속에서살아야하는것이현실이다 ( 김혜영외,2009; 신윤정외, 2012). 그렇기때문에한국에서결혼전에임신을한여성은빨리결혼을하여결혼제도안에서아이들을낳아기르고싶어한다. 그렇다면혼전임신으로인하여결혼하였을경우그결혼생활이안정적일까? 해외에서혼전임신과이혼에관한연구는상당히진행되었다. 우선, 혼전임신은이혼의가능성을높인다는연구결과가있다 (ChristensenandMeissner,1953; Beckeretal,1977;Murphy,1985). 이에대해 Beckeretal.(1977) 은결혼전에임신을한여성은빨리결혼을하여아이들을합법적으로낳아기르고싶어하기때문에자신에게가장적합한배우자가아닐지라도결혼을하고그결과결혼생활이불안정할것이라고설명한다. 반면혼전임신때문에결혼을하는것은이혼에영향을미치지않는다는연구결과도있다. 이들연구는혼전임신을첫째, 결혼하지않은상태에서출산한
혼전임신의이혼에대한영향고찰 113 경우 ( 혼전임신 -출산 ) 와둘째, 결혼하지않은상태에서임신하였으나결혼한후에출산한경우 ( 혼전임신 -결혼 ) 로구분하여분석하였다. 그결과, 혼전임신 -출산은결혼후에임신한경우보다이혼의위험을증가시켰지만혼전임신 -결혼은그렇지않았다 (Bumpassand Sweet,1972;Teachman,1983;Bily etal., 1986;WaiteandLilard,1991). 한국에서도이혼율증가로이혼에대한학문적관심이증가하면서결혼의지속성또는이혼의원인을파악하려는연구들이시작되고있다. 여성의성경험과혼전임신이증가하고있고, 혼전임신이배우자선택에영향을미쳐서결혼생활까지영향을미칠수있기에이에관한연구가필요하나, 한국여성을대상으로한혼전임신의이혼에대한영향을분석한연구는아직미비하다. 이현송 (1997) 은혼전임신과이혼에관한국내연구중거의유일한것인데이연구는해외연구처럼혼전임신을구별하지않고단순히혼전임신유무를하나의설명변수로사용하여분석을하고있다. 본연구는혼전임신유무및혼전임신을결혼, 출산, 낙태로구분하여이들이이혼에미치는영향을동태적으로실증분석하였다. 본논문의구성은다음과같다.Ⅱ 장에서는배우자탐색과정과결혼이후이혼결정에관한기초적인이론을살펴보고이혼의결정요인에관한선행연구를살펴본다.Ⅲ 장에서는본연구에서사용하는연구자료와방법을설명하고,Ⅳ 장은혼전임신이이혼에미치는영향을분석한실증분석결과를보고한다. 마지막으로 Ⅴ장에서는연구결과내용을요약하고본연구의결론을제시한다.
114 응용경제제 18 권제 1 호 Ⅱ. 이론적배경과선행연구 1. 이론적배경 (1) 혼전임신과배우자탐색과정본연구는 CahucandZylberberg(2004) 에서소개한직업탐색이론 (Jobsearch theory) 을사용하여배우자를탐색하고결혼하는과정을살펴보고자한다. 분석을위한몇가지의가정은다음과같다. 첫째, 구직자가직업을찾기위한노동시장이존재하는것처럼배우자를선택할수있는 결혼시장 (mariagemarket) 이존재한다 (Becker,1973). 둘째, 결혼시장참여자는각기에주어진확률로한명의상대를만나게되는데, 그상대로부터얻을수있는결혼생활의산출물 ( 화폐가치로평가되는 ) 은확률변수이다. 참여자는이변수에대한누적분포 (H) 만을알고있으며이분포는매기동일하다. 셋째, 개인의효용함수는소득에대해선형함수로써효용은소득과동일하다. 본연구는연속시간 (continuous time) 모델을이용하여분석하고자한다. 미혼이나기혼가구는모두가구내에서다양한시장재화와서비스, 그리고가구원의시간등을사용하여가계생산물 (Z) 을생산하고이를소비하면서효용을얻는다. 결혼상태에있을때의기대효용 ( ) 은각기에발생하는결혼생활로부터의산출물 ( ) 과다음기의기대효용에의해결정되는데, 후자는 의확률로이혼했을때의효용 ( ) 과 의확률로결혼생활을유지했을때의효용 ( ) 이둘의볼록조합 (convex combination) 으로구성된다 ( 식 (1) 참조 ). 두번째가정에의하여이식의기대효용함수들은모두시간과무관한값을가지게된다. (1) 여기서, : 결혼생활의산출물 : 이혼할확률, : 이자율 : 결혼상태에의효용 : 독신상태에의효용
혼전임신의이혼에대한영향고찰 115 식 (1) 을정리하면, (1 ) 이다. 개인이결혼을선택하는것은미혼상태의효용보다기혼상태의효용이클경우이다 ( ). 식 (1 ) 에따르면결혼의성립은결혼생활의산출물 ( ) 이독신으로남아있을때의매기의효용 ( ) 보다커야함을알수있다 ( ). 이조건에서 는직업탐색이론에서의유보임금 (reservationwage) 에해당하는것으로, 결혼시장에의매칭에서는배우자로부터기대하는최소한의유보가치라고볼수있다. 따라서결혼시장참여자는자신이생각하는유보가치를초과하는배우자를찾으려고하며이는결혼을위한최적배우자의조건이된다. 유보가치를결정하는요인을살펴보기위해배우자의유보가치 ( ) 를구체적으로분석할필요가있다. 결혼시장참여자가각기에한명의상대를만나게될확률은 이고결혼이가능한상대방을만난상태에서의기대효용 ( ) 은다음과같다. (2) 결혼시장에서상대와매치가되었을경우결혼여부를결정해야하는데, 그상대와의결혼산출물 ( ) 이유보가치 ( ) 보다크면결혼을하게될것이고작으면독신으로남게된다. 이결정상황을반영한것이식 (2) 의기대효용 ( ) 이다. 배우자를찾기위한결혼시장참여는시간비용이나금전적비용 (C) 이발생할수있지만데이트를통한직접적인효용 (B) 을얻을수도있다. 따라서미혼상태의기대효용 ( ) 은이번기의시장참여순편익 과참여시다음기의기대효용에의해결정된다. 이때다음기의기대효용은 의확률로결혼상대와매치되었을때얻게되는효용 ( ) 과 (1- ) 의확률로매치되지못하여독신으로남을때얻게되는효용 의볼록조합 (convex combination) 으
116 응용경제제 18 권제 1 호 로주어진다 ( 식 (3) 참조 ). (3) 여기서, : 결혼상대와매치될비율 : 이자율 : 결혼시장참여로부터의효용 : 결혼시장참여비용 : 미혼의효용 식 (2) 와 (3) 을정리하면, 결혼의유보가치는결혼시장참여의편익과결혼상 태의변화와관련되어있음을알수있다 ( 식 (4) 참조 ). (4) 지금까지의결과를이용하여우리는비교동학 (comparativedynamics) 연구 를할수있다. 결혼시장참여의편익이결혼결정에대해어떤효과를갖는가를 보면, 우리는참여편익이커질수록결혼의유보가치가증가하여 ( ) 결혼할확률이적어짐을알수있다. 그런데배우자를탐색하는과정에서임신 을한여성은아이때문에시장탐색비용이커지게된다. 이비용의증가는참 여순편익 을감소시키게되고결혼의유보가치를감소시켜결혼을빨리 할가능성을높이게된다. 즉혼전임신을한여성은결혼의유보가치가하락하 여더이상의시장탐색을중단하고아이의생부와결혼할가능성이높아지게 된다. (2) 결혼이후개인의선택 결혼을한남녀는결혼으로그들의선택을마감하는것이아니라매순간최 적의선택을하려할것이다. 기혼자는결혼후에획득한배우자에대한정보를
혼전임신의이혼에대한영향고찰 117 통해남은생애의기대자산 (expected fulwealth) 이극대화되도록선택을하게되는데이러한선택에는이혼도포함된다. 즉이혼으로인한남녀의총자산이결혼생활을유지했을때의남녀총자산보다크다면이혼을선택하게될것이다. 이조건은식 (5) 로표시된다. 이조건이외에도이혼이선택되려면남편과부인모두이혼후의삶이개선되어야하는데, 이조건은식 (6) 에제시되어있다 (Beckeretal,1977). (5) (6) 여기서, : 결혼상태에서남편의기대자산 : 이혼하였을때남편의기대자산 : 결혼상태에서부인의기대자산 : 이혼하였을때부인의기대자산 앞에서설명한배우자탐색과정으로부터혼전임신으로결혼하였을경우, 조금더나은매치의배우자를기다리지않고한결혼일가능성이높다는것을보았다. 이는결혼의산출물 ( + ) 이낮을것을의미하며따라서식 (5) 가만족될확률이높아짐을의미한다. 따라서혼전임신으로결혼하였을경우이혼의가능성이높아짐을알수있다. 2. 선행연구 서론에서언급한혼전임신의이혼에대한영향분석이외에, 이혼에영향을미치는요인에대해서적지않은연구가진행되었다. 기존연구에따르면초혼연령의영향은일반적으로이혼에대해부 (-) 의효과가있는것으로보인다. 많은실증연구에서 10 대에결혼할경우이혼의위험이높았다 (BumpassandSweet, 1972;Thornton,1977;Moore and Waite,1981;Glenn and Suspanic, 1984;SouthandSpitze,1986;White,1990;Bumpass,MartinandSweet, 1991;Heaton,2002;Leeand Bumpass,2008). 이는초혼연령이낮을수록탐색이부족할수있어결혼전후의정보차가커지고이정보의차이가클수록
118 응용경제제 18 권제 1 호 이혼의가능성이높아지기때문이다 (Beckeretal.,1977). 한편초혼연령이상대적으로너무높은경우도이혼의가능성이높아질수있는데결혼시장이축소되어적합한배우자를만나지못할가능성이커지기때문이다 (Beckeretal., 1977). 여성의교육수준과이혼의관계에대해서는대체적으로교육수준이낮을수록이혼의가능성이높았지만 (Bumpass and Sweet,1972;Moore and Waite, 1981;Teachman,1983;Bumpass,Martin andsweet,1991; 이현송,1997; ChangandLee,2006;LeeandBumpass,2008), 교육수준이높을수록이혼의가능성이높다고분석한연구도있다 (Kalmijn etal.,2004; 홍백의외, 2009). 이는교육수준이높을수록비슷한수준의배우자를만나게되어결혼의편익이높아질수있지만부부간의노동분담을감소시켜결혼의편익을낮출수있기때문이다 (Beckeretal.,1977). 자녀와이혼의관계는자녀가없는부부에게서이혼가능성이높게나타났다 (Bumpassand Sweet,1972; 이현송,1997;Leeand Bumpass,2008). 이같은자녀의효과는자녀가 결혼의특수자본 (marriage-specificcapital) 으로서결혼생활안에서그가치가크므로자녀가있는가정에서이혼의위험이낮게나타나며, 자녀의수가많을수록이혼시비용이크게발생하므로이혼의가능성이감소하기때문일것이다 (Beckeretal,1977). 여성의노동시장참여와이혼의관계에대해서는다양한연구결과가있다. 이는이혼이여성의노동시장참여뿐만아니라참여시간과소득등에영향을받기때문이다. 임금이높을수록이혼가능성이높다는연구 (Mooreand Waite, 1981;Spitzeand South,1985;Ono,1998) 와소득이높을수록결혼의안정성이증가한다는연구결과도있다 (Greenstein,1990;Hofman and Duncan, 1995). 하지만여성이노동시장에많은시간을투입하는경우이혼이증가한다는연구결과도보고되고있다 (Booth etal.,1984;spitzeandsouth,1986; Greenstein,1990;Kalmijnetal.,2004;LeeandBumpass,2008), 한국에서도이혼율이증가함에따라이혼의원인을파악하려는연구들이시작되고있지만개인적이며심리적인요인에초점을맞추고있어사회경제적인요인을제대로파악하지못하고있다 ( 홍백의외,2009). 이에본연구는혼전임신을포함하여이혼에미치는요인을동태적으로분석하고자한다.
혼전임신의이혼에대한영향고찰 119 Ⅲ. 연구자료와방법 1. 연구자료와변수 본연구는한국보건사회연구원의 2006 전국출산력및가족보건 복지실태조사 ( 이하출산력데이터 ) 를이용하였다. 이자료는만 15-49 세이하의기혼여성의결혼시점과이혼여부, 임신시점과임신결과 ( 출산, 임신중절, 자연유산등 ) 및결과시점, 취업력등과같은개인별시계열자료와, 조사실시시점에있어서연령, 교육수준, 소득등의사회, 경제적변수들을포함하고있다. 이자료의큰장점은결혼력, 임신력, 취업력자료를이용하여생애주기에따라동태적실증분석 (dynamicempiricalanalysis) 을가능하게한다는것이다. 본논문은결혼지속기간을종속변수로이용하여혼전임신의이혼에대한영향을연구하고자하는데이결혼지속기간은결혼력데이터에서구해진다. 결혼지속기간은초혼시점부터이혼까지걸린시간으로, 2) 데이터조사실시시점에서결혼이종결되지않고결혼생활이지속되고있는경우는조사시점까지월단위로표시하였다. 출산력데이터에포함된전체대상자 7,257 명중조사시점까지결혼이지속된여성은 6,611 명 (91.10%), 이혼한여성은 490 명 (6.75%), 사별은 156 명 (2.15%) 으로나타났다. 결혼지속기간은결혼이지속된경우약 163 개월이고, 이혼은약 127 개월, 사별은약 159 개월이다. 본연구에서가장중요한설명변수는혼전임신경험유무로써, 이변수는임신력과결혼력데이터로부터구해진다. 즉임신일과결혼일을비교하여임신이결혼하기 3개월이전에발생하였을경우를혼전임신으로정의하였다. 임신직후부터가아닌임신후 3개월이경과한시점으로부터결혼을고려한것은임신이된것을알아내는데시간이걸리고또한결혼을결정하여실행하기까지시간이소요되기때문이다. 혼전임신변수를구축하는데있어서 3개월의기간을고려하지않았을경우결혼을결정하고임신한것인지, 혹은임신후에결혼을결정한것인지구분하기쉽지않다. 만약결혼을결정하고임신한것이라면그임신이결혼전에발 2) 본연구에서이혼의시점은배우자가별거를시작하는시점으로간주한다. 사별의경우는초혼시점부터사별시점까지결혼이지속되었으며사별시점부터단절된것으로간주하여처리하였다.
120 응용경제제 18 권제 1 호 생하였다하더라도배우자탐색비용에영향을미치지못할것이다. 따라서본연구에서는임신이된것을알고결혼을결정하는데최소한의시간을고려하였다. 3) 한편선행연구인 Bumpassand Sweet(1972),Teachman(1983),Morgan and Rindfuss(1985), 그리고 Bily etal.(1986) 에서는혼전임신을출산일과결혼일을비교하여파악하였는데, 이들논문은대부분출산이결혼후 7개월이내에발생할경우혼전임신으로파악하고있다. 이들논문에서결혼후 9개월이아닌 7개월을기준으로한것은조산이발생할가능성을감안한것으로판단된다. 또한이들연구에서사용한방법에따르면, 혼전임신이인공임신중절로이어지는경우는혼전임신으로간주되지않는데이는인공임신중절이많이발생하는혼전임신의경우많은관측치를잃어버리게되는결과를초래할수있다. 이에반해본연구에서이용하는출산력데이터는임신의결과로출산이외에도사산, 자연유산혹은인공유산등의모든경우를파악하고있기때문에좀더정확하게혼전임신의경우를분석할수있게한다는장점을지니고있다. 혼전임신의경험은그결과가인공임신중절이었는지아니면출산으로이어졌는지, 또는출산이전에결혼을하였는지등의경우에따라그효과가상이하게발생할수있다. 따라서본연구는혼전임신과관련하여몇가지의상이한경우를분리하여분석하고자하는데, 이변수들은다음과같다. (i) 혼전임신 -결혼 : 여성이혼전임신을하고출산이전에결혼하는경우, (i) 혼전임신 -출산 : 여성이혼전임신을하고결혼하지않은상태에서출산을하는경우, (i) 혼전임신 -낙태 : 여성이혼전임신을하고인공임신중절또는자연유산을할경우. 이같은변수정의에따르면, 기혼여성 7,257 명중혼전임신에해당하는여성은 900 명 (12.40%) 이었으며그중혼전임신 -결혼에해당하는여성은 661 명 ( 전체혼전임신여성의 73.44%), 혼전임신 -출산여성은 21 명 (2.33%), 혼전임신 3)3 개월기간대신 1 개월,2 개월,4 개월의기간을이용하여혼전임신을정의한경우실증분석의결과가 3 개월을이용한경우의것과정성적 (qualitatively) 으로동일하였다. 이기간이짧을수록우리가보려는혼전임신의결혼시장탐색에대한영향을포착하기어렵기때문에이혼에미치는효과가적어질것이라예상되는데, 우리의실증분석결과도이예상을뒷받침하고있다.
혼전임신의이혼에대한영향고찰 121 -낙태여성은 218 명 (24.22%) 4) 이다. 이들여성의평균출생연도가 1968 년이고이들코호트 (cohort) 의성에대한문화가상당히보수적이었던것을고려하면예상밖의많은수의여성이혼전임신을경험하였음을알수있다. 본데이터에서이혼경험과혼전임신의상관관계를살펴보면 (< 표3> 참조 ), 이혼을경험한여성 490 명중 85.10% 인 417 명은혼전임신이아니었고,14.90% 인 73 명은혼전임신이었다. 이 73 명의혼전임신경험자중혼전임신 -결혼여성은 50 명 ( 이혼경험자중 10.20%), 혼전임신 -출산여성은 4명 (0.82%), 혼전임신-낙태여성은 19 명 (3.88%) 이었다. 이혼하지않은여성총 6,767 명중 5,940 명 (87.78%) 은혼전임신이아니었고,827 명 (12.22%) 은혼전임신이었다. 이 827 명중혼전임신 -결혼의경우는 611 명 ( 비이혼경험자중 9.03%), 혼전임신 -출산의경우는 17 명 (0.25%), 혼전임신 -낙태의경우가 199 명 (2.94%) 이었다. < 표 3> 혼전임신과이혼의상관관계 이혼 비이혼 합계 혼전임신아님 417(85.10) 5,940(87.78) 6,357 혼전임신 73(14.90) 827(12.22) 900 혼전임신 -결혼 50(10.20) 611(9.03) 661 혼전임신 -출산 4(0.82) 17(0.25) 21 혼전임신 -낙태 19(3.88) 199(2.94) 218 합계 490(100.00) 6,767(100.00) 7,257 주 :() 은 ( 비 ) 이혼경험자중혼전임신관련건수 본연구의주요변수인혼전임신경험이외에이혼에영향을주는변수는선행연구를통해제시되어왔다. 이에따라본연구에서는여러가지여성의사회, 경제적변수와기존의자녀수, 혼인연령등을설명변수로분석에이용하였다. 출산력데이터가조사시점의현재배우자의정보는포함하고있으나이혼당시의전남편에대한정보는많은부분이누락되어있는데이는본연구자료의미흡한점이라할수있다. 4) 혼전임신 - 낙태중자연유산의비율은전체혼전임신여성중 31 명인 3.44% 에해당한다.
122 응용경제제 18 권제 1 호 여성의연령이높아질수록재혼시장에서의배우자선택폭이좁아질수있기때문에결혼의안정성이높아질수있다. 또한연령이높아질수록결혼내에서더많은인적자본을배우자와나눌수있게되어결혼안정성이높아질수도있다. 이같은여성의연령효과를추정하기위하여본연구는설문응답여성의각시점에서의만연령을설명변수로사용하였다. 교육수준이높은여성의경우교육수준이비슷한배우자를만나게되고따라서결혼의편익이높아져안정적인결혼생활을할가능성이있다. 반면에교육수준이높은여성은재혼시장에서의정보획득이용이하여배우자선택의폭이넓어질수있고상대적으로이혼할확률이높아질수도있다. 교육수준의결혼안정성에대한효과를추정하기위하여조사여성들을최종학력을기준으로네개의그룹으로구분하였는데, 이들그룹은 (i) 고등학교중퇴이하의학력 ( 실증분석에서는 중졸이하 로부름 ),(i) 대학교중퇴이하의학력 ( 고졸 로부름 ), (i) 전문대학졸업자 ( 전문대졸 로부름 ),(iv)4 년제대학교졸업자 ( 대졸 로부름 ) 등이다. 실증분석에서는대졸그룹이준거그룹으로이용되었다. 여성의경제력은현재결혼의안정성이나이혼, 그리고그이후의재혼시장에서의탐색등에서큰영향을미칠수있다. 그러나그영향은단순비례적이지만은아닐수있다. 배우자의소득과비교하여크게불균형적이지않다면여성의소득이높아질수록현재결혼은더안정적일수있다. 하지만여성의소득이불균형적으로너무높아지면오히려안정성을저해할수도있다. 이논의에서배우자의소득은주어진것으로간주하지만, 본연구의실증분석에서는남편의소득이나임금이고려되지않고있다. 따라서여성의소득효과는남편소득의효과도함께반영하고있다고할수있다. 출산력데이터에는각여성의전생애기간동안의소득또는임금이보고되어있지않고, 조사시점에서노동시장에참여한여성들 ( 총 3,825 명 ) 만의임금이보고되어있기때문에 Mincer(1974) 의임금함수를이용하여추정된임금을설명변수로사용하였다.Mincer 의임금추정식은여성의 2006 년도월평균근로소득에로그를취한것을종속변수로하고, 교육연수, 노동시장경력, 경력의제곱과같이노동생산성에영향을미치는인적자본변수와그외에거주지와같은임금결정에영향을미치는것들을설명변수로사용하였다. 이렇게추정된각계수들과각기간변수값들을이용하여한여성전생애동안의연도별임금소득을추정하였다.
혼전임신의이혼에대한영향고찰 123 ln 교육연수 경력 경력 대도시 기타시 (7), 식 (7) 과같은 Mincer 임금추정에서교육연수는통상적으로기존연구에서사용되어온최종학력까지교육기간의햇수로추정하였다. 경력변수는여성이일한시점과퇴직한시점에관한정보를이용하여각해마다의노동시장경력햇수를말한다. 거주지관련변수들은조사시점의거주지를바탕으로하여구축되었는데, 세개의지역으로구분하였다 (7 대대도시, 기타도시, 읍면 ). 혼인을어린나이에하는경우배우자의탐색기간이부족하여결혼의안정성이낮아질수있다. 반면혼인이너무늦어질경우혼인시장에서매칭이가능한남성의수가줄어서적합한배우자를찾는것이더어려워질수도있고결혼안정성이낮아질수있다. 본연구에서초혼연령은여성이처음결혼한시점에서의연령이며, 만 19 세이하,20-24 세,25-29 세,30 세이상의네그룹으로구분하여더미변수로분석하였다. 데이터에서여성의평균초혼연령은만 24 세이며기혼여성의약 88% 가 20 대에결혼한것으로나타났다. 자녀는배우자와공동투자한 결혼특수자본 (marriage-specificcapital) 이므로자녀가많을수록결혼의안정성은높아지고이혼의확률은낮아질것이라예상된다. 자녀수에관한변수는출산기록을사용하여조사시점또는이혼별거시점까지의출산한자녀를기준으로하였다. 한명도출산하지않은경우, 한명출산, 두명출산, 세명이상출산으로구분하였다. 본연구의실증분석에서더미변수가아닌모든설명변수는로그변환된값으로이용되었다. 주요변수의설명과통계량은 < 표4> 에제시되어있다.
124 응용경제제 18 권제 1 호 < 표 4> 주요변수설명과기초통계량 변수명 변수설명 평균 최소값 최대값 로그연령 로그여성의만연령 3.45 2.71 3.89 첫번째결혼시점의만연령 23.56 14 47 19 세이하 (8.74) 0 1 초혼연령 20~24 세, 준거변수 (55.88) 0 1 25~29 세 (31.88) 0 1 30 세이상 (3.50) 0 1 교육수준 11.98 0 16 중학교졸업 고등학교중퇴이하의학력 (21.29) 0 1 고등학교졸업 대학교중퇴이하의학력 (54.43) 0 1 전문대학졸업 전문대학졸업 (7.70) 0 1 대학교졸업 4년제대학교졸업, 준거변수 (16.59) 0 1 로그추정임금 연속변수, 로그추정된여성의월소득 3.87 0.80 4.70 0명출산, 준거변수 (11.49) 0 1 자녀수 1명출산 (25.95) 0 1 2명출산 (53.05) 0 1 3명이상출산 (9.52) 0 1 주 :() 안은비율임. 2. 분석방법및모형 본연구는혼전임신이이혼에미치는영향을살펴보기위해기간분석 (durationanalysis) 을이용하였다. 기간분석은시간이경과함에따라관찰사건 ( 여기서는이혼 ) 이발생할확률도변할때사용하는데조사기간동안관찰사건이발생하지않은경우까지포함할수있어표본선택편의 (sample selection bias) 의문제를줄일수있다는장점이있다. 결혼을한여성은매순간이혼에노출되어있는데, 시점 까지결혼을지속한개인이 에서부터매우짧은사이에이혼을경험할확률이위험함수 이다. exp (8)
혼전임신의이혼에대한영향고찰 125 여기서, 는결혼지속기간, 는추정해야할파라미터값, 는벡터로표시된설명변수, 는기저위험함수 (baselinehazardfunction) 5) 이다. 본연구에서는콕스비례위험모형 (Cox proportionalhazard model, 이하콕스모형 ) 과와이블모형 (Weibulmodel) 으로추정하는데, 콕스모형은 에대해서어떠한분포형태도가정하지않는반면와이블모형은 ( 는상수, ) 으로생존시간의분포가시간에따라지수적으로단조증가또는단조감소함 ( 와이블분포 ) 을가정한다. 이들모형에서 는일반회귀분석에서의회귀계수와유사한것으로, 한설명변수의 가양 (+) 의값을가지면그변수는이혼위험을높이고음 (-) 의값을가지면이혼위험을낮추는효과를갖는다. 그리고상대위험도 (hazardratio) 6) 는 exp( ) 으로계산된다. 가양 (+) 의값이면 exp( ) 은 1.0 보다큰값을갖게되고 exp 만큼이혼이발생할확률이증가한다고해석한다. 반대로회귀계수 가음 (-) 의값을가지면 exp( ) 은 1.0 보다작은값을갖게되고 exp 만큼이혼이발생할확률이상대적으로감소한다고해석할수있다 (Teachman,1983;MartinandBumpass,1989). 설명변수 는본연구의주요변수인혼전임신더미변수와혼전임신 -결혼더미, 혼전임신 -출산더미, 혼전임신 -낙태더미이외에연령, 초혼연령, 교육수준, 자녀수, 임금등을포함한다. 본연구에서혼전임신의영향을좀더체계적으로분석하기위하여다음과같이추정한다.[ 모형1] 은연령, 초혼연령, 교육수준, 자녀수와추정임금을포함하고연구의주요설명변수인혼전임신변수를포함하지않았다.[ 모형2] 에는혼전임신더미가추가되는데, 두모형의결과를비교함으로써혼전임신변수가다른설명변수와다중공선성이있는지또는혼전임신변수가다른설명변수를통하여이혼에영향을미치는지를살펴볼수있다.[ 모형3] 은혼전임신이어떤경로를통하여영향을미치는지를추정하기위하여혼전임신을그결과에따라결혼, 출산, 낙태로나누어보고있다. 5) 기저위험함수 (baselinehazardfunction) 는모든설명변수가 0의값을가지게될때관찰시간 에서의이혼확률을의미한다. 6) 상대위험도 (hazard ratio) 는 ( exp ) 으로시점 에서위험이기저위험함수 에비하여상대적으로얼마나다른가를나타낸다 ( 박재빈,2007).
126 응용경제제 18 권제 1 호 Ⅳ. 연구결과 본연구는혼전임신이이혼에미치는영향을콕스모형과와이블모형을이용하여분석하였다. 각모형의추정결과는 < 표5> 와 < 표6> 에각기보고되어있고, 이표들은회귀계수 ( ) 와상대위험도 (hazardratio) 에대한추정치를포함한다. 아래의분석결과에대한설명은주로콕스모형을중심으로서술되었으며와이블모형과차이가있는경우그차이점을서술하였다. < 표5> 의 [ 모형2] 에서혼전임신을경험한여성은혼전임신이아닌여성보다이혼할확률이상대적으로약 41% 증가하였다. 이현송 (1997) 의연구에서혼전임신이이혼에미치는효과는통계적으로유의하지않았지만본연구에서혼전임신은통계적으로유의하게이혼확률을증가시켰다. 이를구체적으로혼전임신 -결혼, 혼전임신 -출산, 혼전임신 -낙태로구분하여분석하면 ([ 모형3]), 혼전임신때문에결혼한여성 ( 혼전임신 -결혼 ) 은결혼후에첫번째임신을한여성 ( 결혼후임신 ) 보다이혼할확률이상대적으로약 35% 증가하였다. 그리고혼전임신 -출산은결혼후임신에비하여이혼확률이 230% 이상증가함을확인할수있다. 그리고혼전임신 -낙태의효과는통계적으로유의하지않았다. 본연구에서는혼전임신 -출산뿐만아니라혼전임신 -결혼도이혼확률을증가시켰다. 이러한결과는혼전임신 -출산은이혼에영향을미치지만혼전임신 -결혼은이혼에영향을미치지않는다는해외연구결과 (Bumpass and Sweet, 1972;Teachman,1983;Bily etal.,1986;waiteandlilard,1991) 와같지않다. 이러한차이는한국사회에서혼전임신은배우자탐색비용을크게증가시켜, 자신과적합하지않은배우자라할지라도결혼할가능성을높이기때문이다. 따라서혼전임신때문에결혼하게될경우, 결혼의산출물이감소하여이혼을증가시키는요인으로작용할수있음을알수있다. 한편혼전임신 -출산이이혼에미치는영향이큰것은해외연구결과와유사하다. 혼전임신 -출산의효과가크게나타나는이유에대해연구자들은첫째, 혼전임신 -출산의경우혼전임신 -결혼보다아이의생물학적아버지와결혼할가능성이적고둘째, 혼전임신 -출산을경험한여성은결혼시장에서적합한배우자를찾는데한계가있을수있으며셋째, 이미혼자서아이를키워보았기때문에
혼전임신의이혼에대한영향고찰 127 다시홀로아이를키우는상황을덜꺼려하게된다고설명한다 (Teachman, 1983;MorganandRindfuss,1985). < 표 5> 콕스모형의추정결과 혼전임신 혼전임신 - 결혼 혼전임신 - 출산 혼전임신 - 낙태 로그연령 초혼연령 :19 세이하초혼연령 :25~29 세초혼연령 :30 세이상교육수준 : 중졸이하교육수준 : 고졸교육수준 : 전문대졸자녀수 :1 명자녀수 :2 명자녀수 :3 명이상 모형3 모형1 모형2 혼전임신 - 기본모형혼전임신포함결혼, 출산, 낙태포함 exp( ) exp( ) exp( ) 0.344*** 1.411*** (0.129) (0.182) 0.299** 1.349** (0.152) (0.205) 1.206** 3.342** (0.505) (1.689) 0.345 1.412 (0.235) (0.332) -0.057 0.944-0.048 0.953-0.067 0.935 (0.982) (0.927) (0.982) (0.935) (0.981) (0.917) 0.656*** 1.927*** 0.659*** 1.934*** 0.652*** 1.919*** (0.182) (0.351) (0.182) (0.351) (0.182) (0.348) -0.142 0.868-0.133 0.875-0.132 0.876 (0.163) (0.141) (0.163) (0.143) (0.163) (0.143) 0.208 1.231 0.206 1.229 0.212 1.236 (0.370) (0.456) (0.370) (0.455) (0.370) (0.458) 0.882*** 2.415*** 0.866*** 2.377*** 0.869*** 2.384*** (0.260) (0.628) (0.260) (0.617) (0.260) (0.619) 0.645*** 1.906*** 0.622*** 1.862*** 0.626*** 1.869*** (0.193) (0.367) (0.193) (0.359) (0.193) (0.360) 0.554** 1.740** 0.537** 1.711** 0.542** 1.720** (0.243) (0.423) (0.243) (0.416) (0.243) (0.418) -0.609*** 0.544*** -0.644*** 0.525*** -0.643*** 0.526*** (0.170) (0.093) (0.171) (0.090) (0.171) (0.090) -1.429*** 0.240*** -1.485*** 0.226*** -1.487*** 0.226*** (0.174) (0.042) (0.175) (0.040) (0.175) (0.040) -1.786*** 0.168*** -1.845*** 0.158*** -1.851*** 0.157*** (0.231) (0.039) (0.232) (0.037) (0.232) (0.036) 0.066 1.069 0.062 1.064 0.067 1.070 로그추정임금 (0.145) (0.155) (0.145) (0.154) (0.145) (0.155) No.ofobs. 104,260 104,260 104,260 No.ofsubjects 7,257 7,257 7,257 No.ofevents 490 490 490 LR (d.f) 153.74(11) 160.38(12) 162.74(14) Loglikelihood -3968.7528-3965.4345-3964.2505 주 1: 괄호안은표준오차임. 주 2:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01
128 응용경제제 18 권제 1 호 < 표 6> 와이블모형의추정결과 혼전임신 혼전임신 - 결혼 혼전임신 - 출산 혼전임신 - 낙태 로그연령 초혼연령 :19 세이하초혼연령 :25~29 세초혼연령 :30 세이상교육수준 : 중졸이하교육수준 : 고졸교육수준 : 전문대졸자녀수 :1 명자녀수 :2 명자녀수 :3 명이상 로그추정임금 상수항 ln(p) 모형3 모형1 모형2 혼전임신 - 기본모형혼전임신포함결혼, 출산, 낙태포함 exp( ) exp( ) exp( ) 0.342*** 1.408*** (0.129) (0.181) 0.297* 1.346* (0.152) (0.204) 1.198** 3.313** (0.505) (1.673) 0.343 1.410 (0.235) (0.332) -1.659*** 0.190*** -1.676*** 0.187*** -1.680*** 0.186*** (0.536) (0.102) (0.535) (0.100) (0.535) (0.100) 0.417*** 1.518*** 0.417*** 1.518*** 0.413*** 1.511*** (0.144) (0.219) (0.144) (0.218) (0.144) (0.217) 0.049 1.050 0.061 1.063 0.060 1.062 (0.129) (0.135) (0.129) (0.137) (0.129) (0.137) 0.665** 1.945** 0.671** 1.957** 0.673** 1.961** (0.277) (0.539) (0.277) (0.542) (0.277) (0.544) 0.849*** 2.336*** 0.833*** 2.299*** 0.837*** 2.309*** (0.259) (0.605) (0.259) (0.595) (0.259) (0.597) 0.635*** 1.886*** 0.612*** 1.844*** 0.616*** 1.852*** (0.192) (0.363) (0.193) (0.355) (0.193) (0.357) 0.553** 1.738** 0.536** 1.709** 0.541** 1.718** (0.243) (0.423) (0.243) (0.416) (0.243) (0.418) -0.608*** 0.545*** -0.643*** 0.526*** -0.641*** 0.527*** (0.167) (0.091) (0.168) (0.088) (0.168) (0.088) -1.420*** 0.242*** -1.475*** 0.229*** -1.477*** 0.228*** (0.172) (0.041) (0.173) (0.040) (0.173) (0.040) -1.796*** 0.166*** -1.854*** 0.157*** -1.860*** 0.156*** (0.230) (0.038) (0.231) (0.036) (0.231) (0.036) 0.092 1.097 0.088 1.092 0.094 1.099 (0.144) (0.158) (0.144) (0.157) (0.144) (0.158) -6.791*** -6.763*** -6.785*** (1.484) (1.484) (1.486) 0.659*** 0.665*** 0.666*** (0.069) (0.069) (0.069) No.ofobs. 104,260 104,260 104,260 No.ofsubjects 7,257 7,257 7,257 No.ofevents 490 490 490 LR (d.f) 154.92(11) 161.49(12) 163.83(14) Loglikelihood -1947.5379-1944.2549-1943.0858 주 1: 괄호안은표준오차임. 주 2:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01
혼전임신의이혼에대한영향고찰 129 반면혼전임신 -낙태는통계적으로유의하지않았는데혼전임신을했지만인공임신중절을한경우, 다시배우자를탐색할시간을가질수있기때문으로판단된다. 여성의연령효과는콕스모형에서는통계적으로유의하지않았지만와이블모형에서는 1% 유의수준에서여성의연령이높아질수록이혼확률이감소하는것으로추정되었다. 이러한결과는연령이높아질수록결혼안정성이높아진다는선행연구의결과와유사하다 (Chang andlee,2006; 홍백의외,2009). 최근에이혼과재혼에대한부정적인인식이완화됨에따라젊을수록재혼시장에서의배우자선택폭이넓어지고결혼으로형성된인적자본이적어쉽게이혼하는것으로보인다. 초혼연령의효과를살펴보면,20 세-24 세에결혼한경우에비해 19 세이하에결혼하는경우이혼확률이유의하게증가하였다. 이는 10 대에결혼할수록이혼의위험이높다는선행연구의결과와유사하다. 초혼연령이빠를수록배우자에대한탐색이부족할수있어결혼전후의정보차가커지고이정보의차이가클수록이혼의가능성이높아지기때문일것이다. 한편와이블모형에서는초혼연령이 30 세이상일경우도 20 세-24 세에결혼한여성에비하여이혼확률이증가하였다. 본연구에서사용한데이터의평균초혼연령이만 24 세이고약 88% 가 20 대에결혼하는것을고려할때초혼연령이 30 세이상인것은상대적으로늦게결혼했음을알수있다. 초혼연령이상대적으로너무늦은경우는결혼시장이축소되어적합한배우자를만나지못할가능성이커서결혼의편익이감소한것으로보인다. 여성의교육수준이이혼에미치는영향을살펴보면, 대졸에비해교육수준이낮을수록이혼할확률이증가하였다. 대졸에비해중졸이하일경우약 130%, 고졸은약 80%, 전문대졸은약 70% 이상이혼확률이증가하였다. 7) 이는교육수준이높을수록안정적인결혼생활을할가능성이높다고밝힌국내외선행연구결과와유사하다 (Bumpass and Sweet,1972;Moore and Waite,1981; Bumpass,Martin and Sweet,1991; 이현송,1997;Chang and Lee,2006; LeeandBumpass,2008). 한국여성은교육수준이높을수록비슷한수준의배우자를만나서안정적인결혼생활을할가능성이높음을의미한다. 7) 교육수준더미와교육연수의추정결과는동일하였다. 즉교육연수가늘어날수록이혼확률이감소하였다.
130 응용경제제 18 권제 1 호 자녀의효과는자녀가없을때보다 1명이상일경우이혼의위험이감소하였으며자녀수가많을수록이혼확률이크게감소하였다. 그리고이결과는자녀가있는가정에서이혼의위험이낮다는선행연구결과와동일하다 (Bumpass and Sweet,1972;Beckeretal.,1977; 이현송,1997;Leeand Bumpass, 2008). 자녀는 결혼특수자본 (marriage-specificcapital) 으로서결혼생활안에서가치가크며자녀의수가많을수록이혼에따르는비용도커지게되어이혼할확률이감소하기때문일것이다. 한편추정임금은통계적으로유의하지않았다. 여성의소득이높을수록이혼확률이감소한연구결과가있었지만 (Greenstein, 1990; Hofman and Duncan,1995;Sayerand Bianchi,2000), 본연구에서사용한추정임금은통계적으로유의하지않았다. 본연구의이론에서다루지는않았으나혼전임신이가져오는결혼시장탐색비용의변화는여성의사회경제적위치에따라달라질수있다고판단된다. 특히교육수준에따라결혼시장에서의동류선택 (assortativesorting) 결혼이빈번한데이는결혼시장이교육수준별로분할되어있음을의미한다할것이다. < 표7> 의 [ 모형4] 에서우리는교육수준별로혼전임신의영향을살펴보기위해혼전임신을경험한여성들을중졸이하, 고졸, 전문대졸, 대졸로구분하였다. 이모형의결과에따르면, 중졸이하그룹의여성수가매우적다는것을감안할때, 일반적으로혼전임신의영향은교육수준이높을수록적게나타남을알수있다. 교육수준이높은여성의경우효과가작고그효과의통계적유의수준도낮다. 가장효과가크게나타난고졸여성의경우, 이그룹은다른그룹의여성보다이혼확률이 59% 증가하였다.[ 모형4] 에포함된다른설명변수의효과는앞에서본다른모형의결과와유사하다.
혼전임신의이혼에대한영향고찰 131 < 표 7> 교육수준별혼전임신의효과 모형 4 cox 모형 4 weibul exp( ) exp( ) 중졸이하 * 혼전임신 0.105 1.110 0.106 1.112 (0.258) (0.287) (0.258) (0.287) 고졸 * 혼전임신 0.465*** 1.593*** 0.464*** 1.590*** (0.159) (0.254) (0.159) (0.253) 전문대졸 * 혼전임신 0.268 1.308 0.254 1.289 (0.537) (0.702) (0.536) (0.692) 대졸 * 혼전임신 0.205 1.228 0.192 1.211 (0.601) (0.737) (0.601) (0.727) 로그연령 -0.0299 0.971-1.667*** 0.189*** (0.982) (0.953) (0.536) (0.101) 초혼연령 0.660*** 1.934*** 0.416*** 1.517*** :19 세이하 (0.182) (0.351) (0.144) (0.218) 초혼연령 -0.137 0.872 0.0579 1.060 :25~29 세 (0.163) (0.142) (0.129) (0.137) 초혼연령 0.201 1.222 0.669** 1.953** :30 세이상 (0.371) (0.453) (0.277) (0.541) 교육수준 0.893*** 2.442*** 0.857*** 2.357*** : 중졸이하 (0.266) (0.649) (0.265) (0.624) 교육수준 0.593*** 1.809*** 0.581*** 1.789*** : 고졸 (0.200) (0.362) (0.200) (0.357) 교육수준 0.538** 1.713** 0.538** 1.712** : 전문대졸 (0.257) (0.440) (0.257) (0.440) 자녀수 -0.643*** 0.526*** -0.641*** 0.527*** :1 명 (0.171) (0.0897) (0.168) (0.0883) 자녀수 -1.482*** 0.227*** -1.472*** 0.229*** :2 명 (0.175) (0.0397) (0.173) (0.0397) 자녀수 -1.849*** 0.157*** -1.858*** 0.156*** :3 명이상 (0.232) (0.0365) (0.231) (0.0360) 로그추정임금 0.0680 1.070 0.0944 1.099 (0.145) (0.155) (0.144) (0.159) 상수항 -6.804*** (1.487) ln(p) 0.664*** (0.0690) No.ofobs. 104,260 104,260 No.ofsubjects 7,257 7,257 No.ofevents 490 490 LR (d.f) 161.94(15) 163.05(15) Loglikelihood -3964.6511-1943.4729 주1: 괄호안은표준오차임. 주2:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01
132 응용경제제 18 권제 1 호 Ⅴ. 결론 본연구는혼전임신이배우자선택과정과결혼이후이혼에미치는영향을살펴보고,2006 년도출산력자료를이용하여동태적으로실증분석하였다. 혼전임신을임신결과와출산시결혼상태에따라혼전임신 -결혼, 혼전임신 -출산과혼전임신 -낙태로구분하여이혼에미치는영향을살펴보았는데분석결과는다음과같이요약할수있다. 첫째, 한국에서혼전임신을경험한여성은결혼후에임신을한여성보다이혼할확률이 41% 정도증가하였다. 둘째, 혼전임신 -결혼과혼전임신 -출산은결혼후에임신을한여성보다이혼확률을증가시켰지만혼전임신 -낙태는영향이없는것으로분석되었다. 셋째, 혼전임신 -출산은혼전임신 -결혼보다이혼에미치는영향이훨씬더큰것으로나타났다. 넷째, 혼전임신외에초혼연령이 19 세이하이거나 30 세이상 ( 와이블분석결과 ) 인경우, 교육수준이낮을경우, 자녀의수가적을수록이혼확률이증가하였고여성의연령은증가할수록 ( 와이블분석결과 ) 이혼확률이감소하였다. 본연구는몇가지한계점을포함하고있다. 첫째, 갑자기임신을해서결혼한것인지혹은결혼을결정하고임신을한것인지정확히구분할수는없다는점이다. 이에대해설문의응답자에게직접묻지않는한명확히구분할수없다는한계가있지만, 이를극복하기위해본연구에서는임신이된것을알아내고결혼을준비하기까지최소한의기간을정해놓고혼전임신을정의하였다. 둘째, 이혼은여성에의해서만결정되는것은아니다. 전남편의정보를활용할수있었다면이혼의위험을높이는요인을좀더다양하게분석할수있었을것이다. 셋째, 이혼과혼전임신경험은공통된사회경제적또는개인적특성에의해영향을받을수있기때문에본연구의추정에는내생성의문제가있을수있다. 내생성을통제하기위하여연령, 교육수준, 추정임금등을설명변수로이용하였고,[ 모형1] 과 [ 모형2] 를비교하면이들설명변수의계수가거의비슷하게추정되었다는점은내생성의문제가제한적이라고판단하게하지만, 완벽하게이문제를해결하고있지못하는것이사실이다. 이들문제는추후연구과제로남겨놓고자한다.
혼전임신의이혼에대한영향고찰 133 이러한한계에도불구하고본연구를통해서한국사회의이혼율증가의한가지원인으로혼전임신증가를고려할수있다는것이확인되었다. 혼전임신은배우자선택뿐만아니라결혼생활까지영향을미칠수있는사건이다. 그리고혼전출산을야기시키는것도혼전임신에서비롯된다. 이는미혼모및이혼율증가와함께사회적문제의원인이되어사회전체의부담으로작용될수있다. 혼전임신에대한좀더심층적이고다각적인연구가절실히필요한이유이다.
134 응용경제제 18 권제 1 호 < 부록 > < 부록표 1> 혼외출산율 1970 1995 2012 한국 1.2 2.1 일본 0.9 1.2 2.2 터키 2.6 이스라엘 5.8 그리스 1.1 3.0 7.6 크로아티아 5.4 7.5 15.4 키프로스 0.2 1.4 18.6 스위스 3.8 6.8 20.2 폴란드 5.0 9.5 22.3 몰타 1.5 4.6 25.7 이탈리아 2.2 8.1 28.0 리투아니아 3.7 12.8 28.8 루마니아 19.7 31.0 캐나다 9.6 30.0 33.0 독일 7.2 16.1 34.5 오스트레일리아 8.3 26.6 34.5 아일랜드 2.7 22.3 35.1 슬로바키아 6.2 12.6 35.4 스페인 1.4 11.1 35.5 룩셈부르크 4.0 13.1 37.1 OECD 평균 7.4 24.9 38.7 미국 10.7 32.2 40.7 오스트리아 12.8 27.4 41.5 핀란드 5.8 33.1 41.5 체코 5.4 15.6 43.4 헝가리 5.4 20.7 44.5 라트비아 11.4 29.9 45.0 포르투갈 7.3 18.6 45.6 네덜란드 2.1 15.5 46.6 영국 8.0 33.5 47.6 뉴질랜드 13.3 40.7 47.7 덴마크 11.0 46.5 50.6 벨기에 2.8 17.3 52.3 스웨덴 18.6 53.0 54.5 노르웨이 6.9 47.6 54.9 프랑스 6.8 37.6 55.0 불가리아 8.5 25.7 57.4 슬로베니아 8.5 29.8 57.6 에스토니아 44.2 58.4 멕시코 36.5 61.8 아이슬란드 29.9 60.9 66.9 칠레 69.6 자료 :OECD Familydatabase(2014),htp:/www.oecd.org/els/family/database.htm
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138 응용경제제 18 권제 1 호 EfectofPremaritalConceptionsonDivorce: Evidencefrom KoreanWomen Songhee Kim * Jinyoung Kim ** Abstract Search in the marriage market is dictated by its cost and the expectedmariagebenefitwithapotentialpartner.womenwhobecome pregnantduring a search may experiencean increasein search cost dueto reduced desirability and marry in haste,which can afectthe prospectofdivorcelateron.wetheoreticalyandempiricalyinvestigate whetherpremaritalconceptionsincreasetheprobabilityofdivorceina dynamic framework.we find thatpremaritalconceptions in general increase the probability of divorce.this result indicates that the rising divorce rate in Korea can be atributed to the prevalence of premaritalconceptions. JEL Classification:J12,D13,H31 KeyWords:Premaritalconception,Divorce,MarriageMarket,Mate search * DepartmentofEconomics,KoreaUniversity,E-mail:rabisong@korea.ac.kr ** Professor,DepartmentofEconomics,KoreaUniversity,E-mail:jinykim@korea.ac.kr